疫情期間以自我決定理論為中介的大學(xué)生體育行為

梁月紅，李 剛2 ，蘇新榮2，韓海濤3，陳帥杰，馮燕輝，高亞坤

(1.河北工程大學(xué)，河北 邯鄲 056038；2.天津體育學(xué)院，天津 301617：3山東省體育科研中心，山東 濟(jì)南 250000)

1 前言

2020年以來的疫情大流行給人們的生活甚至生命構(gòu)成了直接的威脅，居家隔離政策已然成為社會新常態(tài)。然而維持身體健康和預(yù)防疾病所需的體育鍛煉機(jī)會受到了很大限制，人們的身體鍛煉水平實(shí)際在下降。這可能會帶來心血管疾病等方面的健康風(fēng)險，以及醫(yī)療費(fèi)用增加等社會問題。積極應(yīng)對疫情，國家體育總局發(fā)布了《“十四五”體育發(fā)展規(guī)劃》，提出“智慧化賦能推進(jìn)全民健康高質(zhì)量發(fā)展”的重要途徑[1]，全民的身體活動模式已經(jīng)發(fā)生了顯著的變化，如家庭鍛煉、社交媒體、虛擬現(xiàn)實(shí)作為參與體育鍛煉新手段正在引起關(guān)注，促進(jìn)民眾像往常一樣繼續(xù)從事體育鍛煉，提高日常運(yùn)動水平。

大學(xué)生作為科技助力新時代青年，在“非必要不離?！钡母綦x政策下，理應(yīng)能夠很快適應(yīng)居家體育鍛煉活動，有規(guī)律、有計(jì)劃地參與體育運(yùn)動。然而限制戶外活動和抑制社會交往卻不可避免地在大學(xué)生中出現(xiàn)了更多抑郁和焦慮的案例，沒有通過體育活動獲取健康益處。本研究選取在疫情爆發(fā)之初，大學(xué)生春季開學(xué)后的兩周左右時間內(nèi)的體育運(yùn)動的調(diào)查，此時體育運(yùn)動在保持社交距離情況下允許進(jìn)行。通過以自我決定理論為視角的一個簡單中介模型，以探討大學(xué)生體育行為意圖的社會心理變量特征，有助于為制定有針對性的公共衛(wèi)生政策提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

自我決定理論(SDT)是研究運(yùn)動心理學(xué)動機(jī)的常用理論框架[2]，是從完全非自決到完全自決的連續(xù)統(tǒng)一體，不同形式的動機(jī)代表了不同行為可以被調(diào)節(jié)的方式，從無動機(jī)依次經(jīng)歷外在的(由獎勵或懲罰驅(qū)動)、內(nèi)省的(由內(nèi)疚驅(qū)動)、確定的(有重要的目標(biāo)與活動相關(guān))和整合的(體育活動是你自身的一部分)的社會心理過程。Mullan等學(xué)者(1997)在自我決定理論的基礎(chǔ)上，開發(fā)了“運(yùn)動行為調(diào)節(jié)問卷(BREQ)”，以測量運(yùn)動行為調(diào)節(jié)的連續(xù)性，之后越來越多地證據(jù)證明了BREO運(yùn)動行為調(diào)節(jié)的有效性[3]。

自我效能理論(SET)是指相信自己有能力應(yīng)對各種事情，在感知情況以及如何應(yīng)對不同可能性的時候，這個系統(tǒng)發(fā)揮著重要作用。這一理論的關(guān)鍵是個體必須相信他們有能力改變行為。這種特定情境下的自信被稱為自我效能感，其影響因素是過去的表現(xiàn)成就、替代經(jīng)驗(yàn)、社會說服力以及生理和情感狀態(tài)。結(jié)果預(yù)期也是SET的核心，指的是個體對行為結(jié)果的期望[4]。

計(jì)劃行為理論(TPB)核心思想是，一種行為的表現(xiàn)由行為意圖決定，行為意圖稱為預(yù)測體力活動水平的唯一預(yù)測因子[5,6]。雖然健康行為的橫斷面研究表明SDT與TPB之間存在因果關(guān)系[7]，但是SDT的組成部分與行為意圖在疫情這種特定的環(huán)境下的概念關(guān)系是否存在相關(guān)還不清楚，或者說因此，本研究旨在基于SDT模型探求大學(xué)生隔離在校期間的身體活動動機(jī)機(jī)制。提出假設(shè)：

H1：疫情隔離期間，大學(xué)生體育運(yùn)動的自我效能可以正向預(yù)測體育運(yùn)動動機(jī)水平。

H2：疫情隔離期間，大學(xué)生的自我效能感也可以通過行為動機(jī)為中介間接預(yù)測體育運(yùn)動行為意圖。

H3：疫情隔離期間，大學(xué)生自我效能可以直接預(yù)測行為意圖，兩者之間存在相關(guān)關(guān)系。

2 研究對象與方法

2.1 研究對象

以河北工程大學(xué)、河北師范大學(xué)、河北工業(yè)大學(xué)、河北科技大學(xué)、邢臺學(xué)院、保定學(xué)院大一到大四的406名在校本科生，調(diào)查于2022年4月至5月通過微信、電話、郵件等在線溝通進(jìn)行，通過網(wǎng)絡(luò)收到有效問卷406份，其中男生231份，女生175份，年齡在19～22歲之間(M=20.2，SD=1.23)。

2.2 問卷調(diào)查法

2.2.1 SDT測量

采用了“運(yùn)動行為調(diào)節(jié)問卷”[8]中包括4個方面的量表，經(jīng)過適當(dāng)修改，選用了13個題目測量體育運(yùn)動的自主性，以反映隔離期間大學(xué)生參加體育運(yùn)動的動機(jī)。分別為了評價外部調(diào)節(jié)(3個題目，例如，“我鍛煉是因?yàn)榧胰讼Ｍ疫@樣做”)；內(nèi)攝調(diào)節(jié)(3個項(xiàng)目，例如，“如果不做，心里會有自責(zé)或內(nèi)疚感”)；認(rèn)同調(diào)節(jié)(3個項(xiàng)目，例如“鍛煉以一種符合自我價值觀的方法來生活”)；整合調(diào)節(jié)內(nèi)在調(diào)節(jié)(2項(xiàng)，例如，“因?yàn)殄憻捠俏疑畹囊徊糠帧?；內(nèi)在調(diào)節(jié)(2項(xiàng)，例如，“我鍛煉是因?yàn)樗腥?，我很享受?。量表的評分從1(“非常不同意”)到5(“強(qiáng)烈同意”)之間的變化，稱為“運(yùn)動動機(jī)”變量，反映了自我決定動機(jī)的連續(xù)性。

2.2.2 自我效能的測量

自我效能量表由9個題目構(gòu)成(例如，面對學(xué)習(xí)任務(wù)繁重時，仍會堅(jiān)持鍛煉身體)，旨在評價個體利用所擁有的技能去完成某項(xiàng)工作行為的自信程度。采用1(“非常不同意”)到5(“強(qiáng)烈同意”)方式評分[9]。

2.2.3 行為意圖的測量

計(jì)劃行為理論中的行為意圖(3個選項(xiàng))，“對進(jìn)行步行、騎自行車或其他鍛煉身體方式的意愿”(1)在時間允許情況下，可能進(jìn)行；(2)在時間允許情況下，盡量進(jìn)行；(3)在時間允許的情況下，一定進(jìn)行[9]。從“非常不同意=1”至“非常同意=5”的方式評分。

2.3 數(shù)據(jù)分析

應(yīng)用SPSS 25.0及Amos 24.0統(tǒng)計(jì)軟件，對收集到的數(shù)據(jù)和研究模型進(jìn)行如下統(tǒng)計(jì)分析。(1)描述性統(tǒng)計(jì)(平均值、標(biāo)準(zhǔn)差、偏度和峰度)檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的正態(tài)性；(2)采用最大似然法(ML)、驗(yàn)證性因素分析(CFA)和內(nèi)部一致性分析(Cronbach s α)，驗(yàn)證各測量工具(問卷)的有效性；(3)采用CFA和ML驗(yàn)證整個測量模型的構(gòu)建效度，并檢驗(yàn)擬合優(yōu)度指數(shù)(χ2)、擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)、比較擬合指數(shù)(CFI)、調(diào)整后適配度指數(shù)(AGFI)、近似均方根殘差(RMSEA)組合信度(CR)和平均方差提取量(AVE)；(4)采用Bootstrap進(jìn)行中介分析以測試研究模型。所有分析的統(tǒng)計(jì)顯著性為α = 0.05。

3 結(jié)果與分析

3.1 題目的正態(tài)性分析

采用描述性統(tǒng)計(jì)分析獲得本研究量表各題目的數(shù)據(jù)特征。初步分析表明，各題目所有維度均達(dá)到單變量正態(tài)分布。偏度范圍為-1.313 ～ 0.362，峰度范圍為-0.932到1.211。所有題目的偏度值和峰度值都在-1.96～1.96之間，說明所有題目的回答數(shù)據(jù)屬于正態(tài)分布。

3.2 驗(yàn)證性因子分析

測量問卷的CFA和Cronbach 's α結(jié)果如下：(1)運(yùn)動動機(jī)的CFA顯示了可接受的擬合優(yōu)度(χ2=2.747，df=5，CMIN/df=0.549，P<0.05，GFI=0.997，AGFI= 0.992，CFI=1.000，RMSEA=0.000)。運(yùn)動動機(jī)(經(jīng)過題目合并，由原來的13個題目合并為5個題目)的題目信度Cronbach 's α為0.949；(2)自我效能的CFA顯示了可接受的擬合優(yōu)度(χ2=195.769，df=81，CMIN/df=2.417，P<0.01，GFI=0.951，AGFI= 0.918，CFI=0.982，RMSEA=0.042)。自我效能(9個題目)題目信度Cronbach 's α為0.954；(3)行為意圖的CFA(3個題目)，題目信度Cronbach 's α為0.889。各因素內(nèi)部一致性可接受。

對包含3個潛變量和25個觀測變量的皮爾遜(Pearson)相關(guān)性測量模型的擬合優(yōu)度χ2=73.825，df=51，CMIN/df=1.448，P<0.05，GFI=0.972，AGFI= 0.958，CFI=0.995，RMSEA=0.033。

測量模型的運(yùn)動動機(jī)、自我效能和行為意圖潛在變量的因素負(fù)荷為(0.662～0.939)均非常顯著(P<0.001)，此外，CR和AVE值支持測量模型的收斂效度：CR = 0.726～0.954(≥0.70)，AVE=0.623～0.729(≥0.50)。這意味著模型中包含的潛在變量有很好的收斂效度，能夠很好地解釋數(shù)據(jù)(見表1)。

表1 變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差、相關(guān)性、和模型區(qū)別效度

表1顯示潛在變量的描述性統(tǒng)計(jì)(M，SD)，雙變量相關(guān)性，收斂效度指數(shù)(CR和AVE)以及區(qū)別效度分析。變量間的相關(guān)性均非常顯著。運(yùn)動動機(jī)和自我效能的相關(guān)性最高，其次是行為動機(jī)與行為意圖，最后是自我效能與行為意圖。其中CR和AVE值支持測量模型的收斂效度和區(qū)別效度，CR=0.889-0.954(≥0.70)，AVE=0.650-0.727(≥0.50)，并且每個AVE>對應(yīng)的MSV，對本研究探討內(nèi)在動機(jī)為中介的行為意圖心理特征奠定了基礎(chǔ)。

3.3 自我效能與體育運(yùn)動行為意圖關(guān)系的簡單中介模型分析

通過AMOS的Specification search命令檢測，獲取了最佳模型(見圖1)。表2、圖1顯示了運(yùn)動動機(jī)的簡單中介模型的效應(yīng)。測量模型的擬合優(yōu)度良好，χ2=218.171，df=157，CMIN/df=1.390，P<0.01，GFI=0.959，AGFI= 0.940，CFI=0.993，RMSEA=0.022，且模型的總效應(yīng)非常顯著(P<0.001)。

圖1 模型路徑及模型的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)注***P<0.001。

表2、圖1顯示了自我效能與行為意圖關(guān)系模型路徑的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。首先，自我效能對行為動機(jī)有顯著正向影響(P<0.001)，自我效能以運(yùn)動動機(jī)為中介，對行為意圖有顯著正向影響(P<0.001)。其次，自我效能以運(yùn)動動機(jī)為中介影響行為意圖的間接效果也是非常顯著地(P<0.001)高于自我效能影響行為意圖的直接效應(yīng)。此結(jié)果支持H1和H2假設(shè)。

但是當(dāng)以性別為協(xié)變量時，并沒有發(fā)現(xiàn)與行為意圖的交互作用。

表2. 自我效能對行為意圖標(biāo)準(zhǔn)化的總效果、間接效果與直接效果

4 討論

本研究以當(dāng)時疫情比較嚴(yán)重的河北省所在的6所高校普通學(xué)生406名為研究對象，目的是測試一個以自我決定理論(SDT)為依據(jù)的簡單中介模型，驗(yàn)證大學(xué)生感知自己在體育運(yùn)動能力、態(tài)度、以前成就等方面的自我效能，與行為意圖之間的關(guān)系，結(jié)果如下。

第一，將SDT(自我效能通過運(yùn)動動機(jī)為中介而獲得心理上的更大的滿足)與作為能夠解釋體育運(yùn)動的近端決定因素——行為意圖[10]的一個整合模型，本模型顯示了良好的題目信度和效度(收斂效度和區(qū)別效度)。模型的CFA報(bào)告結(jié)果表明，問卷具有很強(qiáng)的因子效度，可以證明對評估大學(xué)生的運(yùn)動動機(jī)以及采取何種形式進(jìn)行行為調(diào)節(jié)有實(shí)踐意義。本研究的價值在于，在鍛煉心理學(xué)領(lǐng)域里身體鍛煉行為理論的預(yù)測效度、干預(yù)效度一直不盡人意，從進(jìn)化心理學(xué)角度來看，個體對身體活動的天然偏好(自我效能的滿足)可能是身體鍛煉的行為意圖或運(yùn)動動機(jī)形成的深層原因，也就是說，個體之前的運(yùn)動經(jīng)歷可能與在特定社會環(huán)境下繼續(xù)從事體育鍛煉具有一定的因果關(guān)系。

第二，本研究中，自我效能與行為意圖之間存在著正向的、微弱的關(guān)系，是行為意圖的潛在預(yù)測因子，同時，自我效能與運(yùn)動動機(jī)之間存在正向的顯著的因果關(guān)系。自我效能有兩種類型，通常被稱為障礙效能和任務(wù)效能。障礙效能是克服和駕馭可能存在的障礙的信心，用來解釋從事體育活動的持續(xù)程度。而任務(wù)效能是執(zhí)行特定體育活動行為本身的信心。從這一點(diǎn)上來說，障礙效能似乎是體育活動參與的關(guān)鍵預(yù)測因子，而任務(wù)效能則是最好的預(yù)測因素[11]。由于自我效能是特定于情境和行為的，因此獨(dú)立于預(yù)期結(jié)果和運(yùn)動動機(jī)的自我效能一直存在爭議[12]。Cahill等學(xué)者認(rèn)為，當(dāng)行為受到某些負(fù)面情緒(焦慮或恐懼)的影響時，給予更強(qiáng)的激發(fā)自我效能的行為，負(fù)面影響將得到緩解。信心自我效能要比能力更能有效地衡量動機(jī)[12]。這與本研究結(jié)果相似，本研究認(rèn)為自我效能雖然不顯著地是行為意圖的預(yù)測因子，但是可以通過運(yùn)動動機(jī)的相關(guān)關(guān)系與行為意圖形成通路，因此，也提示了在自我效能的基礎(chǔ)上，增加促進(jìn)自我效能滿足的因素，可能會提高運(yùn)動動機(jī)，進(jìn)而達(dá)成運(yùn)動的行為意圖和運(yùn)動習(xí)慣的目的。

但是Rhodes RE等學(xué)者認(rèn)為，區(qū)分一個人是否愿意或能夠執(zhí)行一項(xiàng)任務(wù)至關(guān)重要，即每個人都有特定行為的必要技能(能力)，如果選擇不執(zhí)行該行為，可能意味著結(jié)果預(yù)期(意圖)驅(qū)動這個人的行動。因此，對體育活動產(chǎn)生的結(jié)果預(yù)期(意圖)和運(yùn)動動機(jī)在一定程度上影響個人信心的自我效能。因此體育活動專家面臨的挑戰(zhàn)則是，試圖將運(yùn)動動機(jī)和行為意圖從自我效能預(yù)期中分離出來，因?yàn)檫\(yùn)動動機(jī)在決定從事體育活動中具有壓倒性的重要性[13]。同樣，陳善平等學(xué)者研究大學(xué)生的鍛煉動機(jī)時也認(rèn)為，鍛煉能力的動機(jī)不足不利于大學(xué)生鍛煉行為的激發(fā)和堅(jiān)持[14]。

第三，運(yùn)動動機(jī)作為自我效能預(yù)測行為意圖的中介，即大學(xué)生的自我效能感可以通過運(yùn)動動機(jī)為中介間接預(yù)測從事體育活動的行為意圖。運(yùn)動動機(jī)這種顯著的間接效果與Kaushaletal等學(xué)者的研究結(jié)果相似。Kaushaletal等學(xué)者調(diào)查疫情大流行期間美國各州成年人居家運(yùn)動器械和運(yùn)動習(xí)慣之間的關(guān)系。測量模型結(jié)果表明，運(yùn)動動機(jī)在家庭運(yùn)動設(shè)備的可用性和養(yǎng)成體育活動習(xí)慣方面起著中介作用，促進(jìn)體育活動習(xí)慣的養(yǎng)成[10]。一項(xiàng)對174名參加鍛煉計(jì)劃的老年人在12個月的實(shí)驗(yàn)中測量了鍛煉自我效能和身體活動水平之間關(guān)系，結(jié)果顯示，整個試驗(yàn)中，自我效能呈曲線增長，而在隨訪階段卻下降了。作為體力活動參與和自我效能之間相互作用的結(jié)果，要發(fā)展參與體力活動機(jī)會，幫助建立個人自我效能水平變得至關(guān)重要[15]。而關(guān)于疫情封閉管理中期體育活動運(yùn)動動機(jī)的研究也表明，環(huán)境改變后維持運(yùn)動習(xí)慣的干預(yù)很重要[10]。

同時分析研究強(qiáng)調(diào)在自我效能信念上，運(yùn)動動機(jī)在預(yù)測體育活動意向中的重要性[16]。其潛在機(jī)制，可能是因?yàn)閭€體的運(yùn)動動機(jī)滿足了其追求心理需求的機(jī)會，因此更有可能持續(xù)追求滿足需求的行為，而且，習(xí)慣的養(yǎng)成常常發(fā)生在那些認(rèn)為自己具有較高行為能力和感知到較少障礙的人身上[17,18]，因此，過去對運(yùn)動有一定經(jīng)驗(yàn)、能力的人，其運(yùn)動經(jīng)驗(yàn)和能力又通過自決理論(運(yùn)動動機(jī))預(yù)測了行為意圖和習(xí)慣[19]。即，過去的運(yùn)動經(jīng)歷是運(yùn)動習(xí)慣的代理，建立了熟悉感，過去的運(yùn)動經(jīng)驗(yàn)又被用來估計(jì)未來的行為意圖[20]。

綜上，本研究參與體育活動行為意向的心理決定因素——自我效能感的模型是一個可行的框架，且經(jīng)過運(yùn)動動機(jī)培養(yǎng)了更為高度的自我激勵，強(qiáng)化了從事體育活動的行為和習(xí)慣。

5 結(jié)論

本研究驗(yàn)證了大學(xué)生以往在運(yùn)動經(jīng)驗(yàn)、能力、信心等方面的自我效能感，通過運(yùn)動動機(jī)中介因素的調(diào)節(jié)，預(yù)測形成行為意圖和習(xí)慣。證明了在探索隔離期涉及影響大學(xué)生心理健康的問題，應(yīng)該考慮到大學(xué)生從事體育活動時要有不斷的促使其產(chǎn)生運(yùn)動動機(jī)的激勵環(huán)境。以居家為基礎(chǔ)的體育活動背景下，關(guān)注可能與行為意圖和習(xí)慣形成相關(guān)環(huán)境元素的變量。如定期運(yùn)動計(jì)劃的實(shí)施很重要，可能在滿足個人的自我效能與行為意圖和習(xí)慣通路的調(diào)節(jié)中發(fā)揮了關(guān)鍵作用。本研究支持自我決定理論在增強(qiáng)體育活動意圖和習(xí)慣的解釋，強(qiáng)調(diào)自我效能需要不斷的運(yùn)動環(huán)境的刺激作用。也就是說，干預(yù)措施應(yīng)與參與者之前所擁有的運(yùn)動技能和能力相關(guān)，提供的運(yùn)動環(huán)境應(yīng)該讓參與者愉快，此外，幫助參與者制定鍛煉計(jì)劃可以幫助將他們的鍛煉意圖轉(zhuǎn)化為行為，幫助參與者行為意圖和習(xí)慣的養(yǎng)成，可以使他們的運(yùn)動行為更容易開始。